intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Tác động của tín dụng vi mô đến thu nhập của phụ nữ ở huyện Thới Lai, Thành phố Cần Thơ

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:12

Thêm vào BST
Báo xấu
56
lượt xem 8
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết sử dụng phương pháp so sánh điểm xu hướng PSM và ứng dụng Stata để đánh giá tác động của vốn vay từ một chương trình vay vốn thuộc Quỹ hỗ trợ phụ nữ phát triển kinh tế ở huyện Thới Lai, thành phố Cần Thơ năm 2019, trên cơ sở so sánh giữa 113 phụ nữ tham gia và 47 phụ nữ không tham gia chương trình.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tác động của tín dụng vi mô đến thu nhập của phụ nữ ở huyện Thới Lai, Thành phố Cần Thơ

  1. Tác động của tín dụng vi mô đến thu nhập của phụ nữ ở huyện Thới Lai, Thành phố Cần Thơ Đặng Thị Kim Phượng Trường Cao đẳng Kinh tế - Kỹ thuật Cần Thơ Phan Đình Khôi Trường Đại học Cần Thơ Ngày nhận: 26/08/2021 Ngày nhận bản sửa: 22/12/2021 Ngày duyệt đăng: 18/01/2022 Tóm tắt: Bài viết sử dụng phương pháp so sánh điểm xu hướng PSM và ứng dụng Stata để đánh giá tác động của vốn vay từ một chương trình vay vốn thuộc Quỹ hỗ trợ phụ nữ phát triển kinh tế ở huyện Thới Lai, thành phố Cần Thơ năm 2019, trên cơ sở so sánh giữa 113 phụ nữ tham gia và 47 phụ nữ không tham gia chương trình. Kết quả nghiên cứu cho thấy, yếu tố tài sản, mục đích vay vốn và vốn vay có ảnh hưởng đến thu nhập của phụ nữ; và thu nhập của phụ nữ tham gia chương trình cao hơn so với phụ nữ không tham gia từ 11.702.000 đồng/năm đến 12.944.000 đồng/năm. Kết Impact of microcredit on women’s income in Thoi Lai, Can Tho Abstract: This paper uses the PSM propensity score comparison method and Stata apppliaction to the impact of loans from the fund to support women in economic development in Thoi Lai district, Can Tho city. The impact assessment results show that the factors of assets, loan purpose, and loan amount have an influence on the income of women and the income of women participating in the program is higher than that of non-participating women from 11,702,000 VND to 12,944,000 VND/year, this result is based on a comparison between 113 women participating and 47 women not participating in the program in 2019 in Thoi Lai district. The results imply that participating in microcredit will contribute to improving women’s income. To enhance the impact of microcredit on women’s income when participating in the program, women need to participate in many local meetings, and local government organizations strengthen coordination with unions to support women in accessing information, training, counseling and career guidance. The State should have tax and financial incentives in accordance with the law for enterprises that employ a lot of female workers. Keywords: Can Tho, Impact, Income, Microcredit, Women Dang, Thi Kim Phuong Email: dtkphuong@ctec.edu.vn Can Tho Technical Economic College Phan, Dinh Khoi Email: pdkhoi@ctu.edu.vn CanTho University Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng © Học viện Ngân hàng Số 238- Tháng 3. 2022 50 ISSN 1859 - 011X
  2. ĐẶNG THỊ KIM PHƯỢNG - PHAN ĐÌNH KHÔI quả hàm ý rằng, tham gia tín dụng vi mô sẽ góp phần tăng thu nhập của phụ nữ. Để nâng cao tác động của tín dụng vi mô đến thu nhập của phụ nữ khi tham gia chương trình, phụ nữ cần tham gia nhiều cuộc hội họp ở địa phương, và các tổ chức chính quyền địa phương tăng cường phối hợp với các đoàn thể để hỗ trợ phụ nữ tiếp cận thông tin, được đào tạo, tư vấn, hướng nghiệp. Nhà nước có chính sách ưu đãi về thuế và tài chính theo qui định của pháp luật đối với các doanh nghiệp sử dụng nhiều lao động nữ. Từ khóa: Cần Thơ, phụ nữ, tín dụng vi mô, tác động, thu nhập. 1. Giới thiệu thức (DERG, 2012). TDVM đóng vai trò hết sức quan trọng đối với việc phát triển Chủ trương giảm nghèo bền vững đã trở kinh tế- xã hội, công cuộc giảm nghèo đói thành chính sách nền tảng, xuyên suốt quá và phát triển xã hội tại các nước đang phát trình thực hiện công cuộc đổi mới, xây dựng triển (Krog, 2000). TDVM mở ra cơ hội và phát triển nước ta. Cùng với những chính mới cho người tiếp cận vốn (Yunus, 2007) sách nhằm xóa đói giảm nghèo, các chương cũng như cung cấp cơ hội tạo ra năng lực trình tín dụng chính sách cụ thể được Ngân sinh kế, tự làm chủ (Alhassan và Akudugu, hàng Chính sách xã hội (NHCSXH) tích 2012); TDVM đặc biệt tập trung hướng cực triển khai trong toàn quốc góp phần vào đối tượng khách hàng là phụ nữ nông quan trọng tạo sinh kế, giảm nghèo, cải thôn, giúp họ tự vươn lên, tạo ra giá trị tốt thiện đời sống của người dân. Tuy nhiên, đẹp cho gia đình và xã hội (Mai Thị Anh một bộ phận người dân vẫn còn nhiều khó Đào, 2016). khăn, một số hộ dân bị tái nghèo vì khó tiếp Thời gian qua, khả năng tiếp cận tín dụng cận tín dụng ngân hàng do những thủ tục của người dân nông thôn cả nước nói rườm rà và không đáp ứng các điều kiện chung, riêng ở ĐBSCL và Cần Thơ nói để được vay vốn ngân hàng, chẳng hạn riêng đã được cải thiện đáng kể, nhưng như không có tài sản thế chấp để vay vốn nguồn tín dụng chính thức vẫn chưa đáp (UNDP, 2012; VDR, 2004)... Gần đây, nhờ ứng đủ nhu cầu, do bị hạn chế bởi thông tin chương trình tín dụng vi mô (TDVM), tỷ lệ bất đối xứng (Phan Đình Khôi, 2012), chi người nghèo ở Việt Nam đã giảm đáng kể phí giao dịch và rủi ro... khiến cơ hội phát (Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, 2018). triển và sinh kế bền vững của hộ gia đình Chương trình TDVM là một phần của tài cũng như việc tăng sự tự chủ về tài chính chính vi mô (TCVM) (Shinha, 1998)- tổ của phụ nữ, góp phần trao quyền cho phụ chức TCVM là một dạng doanh nghiệp nữ trong gia đình và cộng đồng bị trì hoãn. xã hội đặc biệt với mục tiêu hoạt động là Xuất phát từ thực tế này, việc phân tích tác cung cấp dịch vụ tài chính nhằm đáp ứng động của TDVM đến thu nhập của phụ nữ nhu cầu của các cá nhân, hộ gia đình có qua chương trình vay vốn của Quỹ hỗ trợ thu nhập thấp và doanh nghiệp siêu nhỏ phụ nữ phát triển kinh tế tại huyện Thới (Luật TCTD, 2010). Chương trình TDVM Lai, thành phố Cần Thơ được lựa chọn là hoạt động cho vay các khoản nhỏ, thời nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu sẽ cung gian vay ngắn và được cung cấp bởi các cấp các thông tin khoa học về tác động của tổ chức tài chính chính thức và bán chính TDVM đến thu nhập của phụ nữ khi tham Số 238- Tháng 3. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 51
  3. Tác động của tín dụng vi mô đến thu nhập của phụ nữ ở huyện Thới Lai, Thành phố Cần Thơ gia chương trình tín dụng và một số hàm ý ninh phi chính thống quan trọng; (d) Vốn giải pháp tăng thu nhập cho phụ nữ, giúp con người đại diện kỹ năng, tri thức, khả họ phát triển toàn diện, phát huy vai trò của năng làm việc và sức khỏe tốt gộp lại tạo mình trong xã hội. thành những điều kiện giúp con người theo đuổi các chiến lược sinh kế khác nhau và 2. Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu đạt được các mục tiêu sinh kế. Ở cấp độ hộ gia đình, vốn con người là số lượng và 2.1. Cơ sở lý thuyết chất lượng lao động của hộ- loại vốn này tùy thuộc vào quy mô của hộ, trình độ giáo Trong đánh giá tác động của TDVM đến thu dục và kỹ năng nghề nghiệp, khả năng quản nhập của phụ nữ nông thôn ở ĐBSCL năm lý, tình trạng sức khỏe, tri thức về các cấu 2019, vấn đề khả năng tiếp cận tín dụng, sinh trúc sở hữu chính thống và phi chính thống; kế và sinh kế bền vững là mục tiêu nghiên (e) Vốn tự nhiên là những nguyên vật liệu cứu với hướng tiếp cận đa dạng. Theo đó, tự nhiên: đất đai, nước, rừng, đa dạng sinh lý thuyết về sự thay đổi (Theory of change- học và nguồn tài nguyên không thể tái tạo ToC) cung cấp  phương pháp luận  cho  lập được như khoáng sản để tạo dựng sinh kế. kế hoạch, sự tham gia và đánh giá, đã được Đối với sinh kế hộ thì các loại vốn trên đều sử dụng để nhận dạng các yếu tố tác động có giới hạn. và mối quan hệ giữa chúng, các khác biệt Tiếp cận sinh kế bền vững với tư duy xóa giữa kết quả mong muốn và kết quả thực tế. đói giảm nghèo và người dễ bị tổn thương, Ngoài ra, lý thuyết thay đổi của Heckman & thì vốn tài chính là biến số quan trọng trong George (1980) và khung sinh kế bền vững các nguồn vốn trong khung sinh kế trên. của Bộ Phát triển Quốc tế Anh (Department Vốn tài chính gồm tiền tiết kiệm, các khoản for International Development- DFID) cũng tín dụng và vay nợ, các khoản tiền chuyển được tiếp cận để phân tích về sinh kế bền về, lương hưu và lương định kỳ. Nguồn vững và tái nghèo. vốn tài chính có thể được cải thiện đáng kể Phân tích về sinh kế và đói nghèo, Chambers qua việc vay vốn và vốn tài chính này có và Robet (1983), Conway (1992), Scoones thể cải thiện các loại vốn còn lại trong sinh (2009) cho rằng một sinh kế được xem là bền kế hộ gia đình. vững khi nó có khả năng ứng phó và phục hồi khi bị các tác động, duy trì và tăng cường 2.2. Tổng quan nghiên cứu các khả năng về tài sản ở thời điểm hiện tại và trong tương lai, nhưng không làm xói mòn 2.2.1. Tín dụng vi mô với thu nhập nền tảng của các nguồn lực tự nhiên. Công cụ cần thiết cho công tác xóa đói Khái niệm “vốn”, trong khung sinh kế bền giảm nghèo là TCVM. Nghiên cứu của vững gồm: (a) Vốn vật chất là cơ sở hạ tầng Morduch và Haley (2001); Barslund và và các loại hàng hóa mà người sản xuất cần Tarp (2008) cho thấy chương trình tín dụng để hậu thuẫn sinh kế; (b) Vốn tài chính là có tác động tích cực đến thu nhập của hộ các nguồn lực tài chính sử dụng để đạt được gia đình. Nghiên cứu của Nichols (2004) các mục tiêu sinh kế; (c) Vốn xã hội là các về cuộc sống của người nghèo ở nông thôn nguồn lực xã hội sử dụng theo đuổi các Trung Quốc trong 7 năm (1995-2001) đã mục tiêu sinh kế gồm: quan hệ, mạng lưới, kết luận khi tham gia chương trình Ưu đãi thành viên nhóm, niềm tin, sự phụ thuộc tín dụng cho người nghèo (The funding lẫn nhau và trao đổi cung cấp các mạng an the poor cooperative- FPC) cuộc sống của 52 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 238- Tháng 3. 2022
  4. ĐẶNG THỊ KIM PHƯỢNG - PHAN ĐÌNH KHÔI khách hàng vay tăng hơn ba lần so với 2.2.2. Khả năng tiếp cận TDVM và các yếu những người không vay vốn; và những tố tác động người đi vay là người nghèo nhất có tốc độ Rào cản hạn chế khả năng tiếp cận của các tăng thu nhập nhanh hơn những người vay hộ nghèo được AFD (2008) đề cập trong có điều kiện tương đối. nghiên cứu “Đói nghèo, tiếp cận tín dụng Nghiên cứu của Vitor và cộng sự (2012) sử và các quyết tố quyết định tham gia vào một dụng phương pháp phân tích điểm xu hướng chương trình TDVM mới ở khu vực nông (Propensity Score Matching- PSM) với dữ thôn Morocco”. Ayen (2016), sử dụng kỹ liệu 300 phụ nữ kinh doanh, có tham gia và thuật phân tích xu hướng điểm PSM để không tham gia TDVM, đã chỉ ra rằng thu nghiên cứu “Tác động của chương trình nhập của phụ nữ kinh doanh tăng khi tham TDVM cho nữ chủ hộ gia đình ở Jimma gia TDVM. Cùng sử dụng phương pháp Zone, Ethiopia”. Kết quả nghiên cứu cho PSM, Samuel (2012) cho thấy chương trình thấy, các hộ gia đình sở hữu giá trị đất đai, TDVM gia tăng cơ hội việc làm cho phụ nữ thu nhập và giá cả sản phẩm sản xuất ra nông thôn, góp phần tăng thu nhập của hộ ảnh hưởng đến khả năng tham gia TDVM gia đình ở nông thôn. nhiều hơn. Và, có sự khác biệt đáng kể giữa Nguyễn Thùy Trang (2017), sử dụng nhóm tham gia (572 điểm) và nhóm không phương pháp PSM nghiên cứu tác động sự tham gia so với nhóm không tham gia (501 tham gia hội phụ nữ đến thu nhập nông hộ điểm). tại tỉnh Hậu Giang, từ kết quả điều tra 90 hộ Đề cập đến phương thức tiếp cận tín dụng ở 3 xã Tân Bình và Hòa An, huyện Phụng chính thức và phi chính thức, tác giả Phan Hiệp và Đại Thành, thị xã Ngã Bảy, đã Đình Khôi (2013) nghiên cứu các nhân tố cho thấy thu nhập của nhóm phụ nữ tham ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng chính thức gia hội phụ nữ tăng cao hơn so với nhóm và phi chính thức của nông hộ ở ĐBSCL, không tham gia. Nghiên cứu của Phan Thị đã chỉ ra các yếu tố ảnh hưởng đến khả Nữ (2012) sử dụng phương pháp khác biệt năng tiếp cận tín dụng thể hiện qua mức kép (DID) và mô hình hồi quy đa biến OLS, thu nhập, thủ tục hành chính và thành viên đã khẳng định TDVM có vai trò tích cực của tổ vay vốn. Quách Mạnh Hào (2005) đối với hộ nghèo vay vốn. Nghiên cứu của nghiên cứu tiếp cận tín dụng và giảm nghèo Phan Đình Khôi (2012), sử dụng phương ở nông thôn Việt Nam, dựa trên bộ dữ liệu pháp biến công cụ và hiệu quả cố định (IV- chéo và phân tích mô hình kinh tế lượng PE) kết hợp với dữ liệu thứ cấp VHLSS thông qua bộ dữ liệu khảo sát thực địa cùng 2006, 2008 để xem xét tác động của việc bộ dữ liệu khảo sát mức sống dân cư tham gia TDVM đến thu nhập và chi tiêu 1992/1993 và VHLSS 1997/1998, đã cho của hộ gia đình, kết quả cho thấy có ảnh rằng đặc điểm của hộ gia đình có ảnh hưởng, nhưng không nhiều. Nghiên cứu hưởng đến thu nhập của hộ nghèo. Trần Ái của Ngô Thị Mận (2017) đánh giá tác động Kết và Huỳnh Trung Thời (2013) nghiên của TDVM đến thu nhập của hộ nghèo trên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín địa bàn huyện Giang Thành, tỉnh Kiên dụng chính thức của nông hộ trên địa bàn Giang dựa trên số liệu VHLSS 2015 và tỉnh An Giang; với quy mô mẫu khảo sát là sử dụng phương pháp DID kết hợp với 150 hộ, đã cho thấy tuy hầu hết các hộ gia hồi quy OLS, đã chỉ ra rằng tín dụng có đình này đều được tham gia vay vốn của tác động tích cực đến mức sống của người các tổ chức tín dụng chính thức nhưng việc nghèo thông qua làm tăng chi tiêu đời sống. vay vốn này vẫn còn bị hạn chế bởi chi phí Số 238- Tháng 3. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 53
  5. Tác động của tín dụng vi mô đến thu nhập của phụ nữ ở huyện Thới Lai, Thành phố Cần Thơ vay (29,7%), tài sản thế chấp (22%), gần Các phụ nữ không có cùng điểm xu hướng tổ chức tín dụng (45,4%), giới hạn số tiền tương tự sẽ được loại ra trong phương pháp vay (24%) và lãi suất vay (5,4%). Ngoài ra, so sánh. Điểm xu hướng (Propensity Score các yếu tố thu nhập của hộ gia đình, quan Matching) xác định bởi mô hình Probit, với hệ của chủ hộ gia đình, mục đích vay vốn, biến phụ thuộc là thu nhập (Y) và biến độc giá trị tài sản cũng ảnh hưởng đến khả năng lập (X) là những yếu tố dùng để kiểm soát tiếp cận TDVM. Kết quả này phù hợp với tác động của chương trình đến thu nhập của các nghiên cứu trước (Trần Thọ Đạt, 1998; phụ nữ. Mô hình cụ thể như sau: Duong, 2013; Nguyễn Quốc Oánh và Phạm Yi = αXi + βTi + ε (1) Thị Mỹ Dung, 2010). Trong đó: Tóm lại, TDVM và các yếu tố ảnh hưởng T là biến nhận giá trị (0,1) tương ứng với đến thu nhập đã thu hút mối quan tâm của trường hợp: T = 0, phụ nữ không có vay nhiều nhà nghiên cứu trong và ngoài nước. vốn; T = 1, phụ nữ có vay vốn từ chương Trong đó, chủ yếu sử dụng phương pháp trình. hồi quy OLS, DID, PSM, biến công cụ và X là các đặc điểm có thể quan sát được - như hiệu quả cố định (IV-PE) để phân tích tác đặc điểm của chủ hộ và đặc điểm chung của động của TDVM đến thu nhập, nhưng chưa phụ nữ hay của chương trình.. đề cập đến tác động TDVM đến thu nhập ε mức giới hạn sai số thể hiện những đặc cho riêng phụ nữ. Trong số các phương điểm không quan sát được nhưng có ảnh pháp trên thì phương pháp PSM được đánh hưởng đến biến Y. giá cao về tính khả thi lẫn khắc phục vấn Yi là biến phụ thuộc, là thu nhập của phụ đề chọn mẫu sai lệch, nên bài viết này sẽ nữ. Để đánh giá tác động trước khi tham sử dụng phương pháp PSM để đánh giá tác gia và sau khi tham gia vào chương trình có động của TDVM đến thu nhập của phụ nữ các yếu tố sau: nông thôn ở ĐBSCL thông qua một chương Yi1 là kết quả (điểm xu hướng) của phụ nữ trình TDVM. không tham gia vào chương trình. Yi2 là kết quả (điểm xu hướng) của phụ nữ 2.3. Phương pháp và mô hình nghiên cứu có tham gia vào chương trình. Như vậy, tác động của chương trình TDVM Trên cơ sở kế thừa các nghiên cứu trước dựa trên điểm xu hướng của phụ nữ trong một đây, bài viết này sử dụng phương pháp mẫu có thể được xác định bằng công thức: so sánh điểm xu hướng PSM để đánh giá δi = Yi2 − Yi1 (2) tác động của chương trình TDVM đến thu Các kết quả tác động của quan sát thứ i tùy nhập của phụ nữ huyện Thới Lai, thành phố thuộc vào tính chất loại trừ lẫn nhau của kết Cần Thơ. Việc đo lường tác động được tiến quả đối chứng và giả định phân phối độc hành trên cùng một chương trình TDVM lập. Cụ thể như sau: (sau đây gọi tắt là “chương trình”) trong Yi = TiYi2 + (1 − Ti)Yi1 cùng thời điểm đối với hai nhóm phụ nữ: Hoặc (1) tham gia hay (0) không tham gia. Và, Yi = Yi1 + (Yi2 − Yi1)Ti = Yi1 + δTi (3) xác suất tham gia chương trình được xác Từ phương trình (3), sử dụng phương pháp định bằng một điểm xu hướng. Các kết quả OLS (Ordinary Least Square) ước tính tác của phụ nữ tham gia và không tham gia có động thu nhập (Heckman, 1978); sai số chọn điểm xu hướng tương tự nhau được so sánh mẫu có thể làm chệch kết quả, nên phương để xác định hiệu quả của chương trình. pháp so sánh điểm xu hướng (Propensity 54 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 238- Tháng 3. 2022
  6. ĐẶNG THỊ KIM PHƯỢNG - PHAN ĐÌNH KHÔI Score Matching) được lựa chọn để cải thiện Bước 3: Ước tính điểm xu hướng là xác kết quả ước tính. Thu nhập của những phụ suất dự đoán cho từng chỉ tiêu trong mỗi nữ tham gia chương trình và những phụ nhóm, giá trị điếm xu hướng tương ứng nữ không tham gia được so sánh dựa trên nằm trong khoảng từ 0 đến 1. những đặc điểm quan sát của họ. Bước 4: Xác định vùng hỗ trợ chung cho Các bước thực hiện đánh giá tác động bằng phép so sánh. Tác động thu nhập được tính phương pháp PSM được Baker (2000), toán từ sự khác biệt giữa các cặp phụ nữ Ravallion (2001), Khandker, Koolwal & tham gia và không tham gia chương trình Samad (2010) đề xuất như sau: trong điều kiện tương đồng về các yếu tố Bước 1: Tiến hành điều tra, thu thập thông quan sát được (Becker & Ichino, 2002). tin của hai nhóm tham gia và không tham Tác động thu nhập trung bình (ATT) của gia chương trình. Để đảm bảo tính tương phụ nữ có tham gia chương trình TDVM đồng cho việc so sánh ở bước 3. được ước lượng trên cơ sở phương pháp Bước 2: Xây dựng mô hình tham gia chương PSM Rosenbaum và Rubin (1983) theo trình dựa trên các đặc điểm quan sát được và công thức sau: ảnh hưởng đến quyết định có hay không tham ATT = E(Y1|X, T = 1) - Ex [E(Y0|X, T = gia. Mô hình hồi quy Probit được sử dụng. 0)| T = 1] (4) Bảng 1. Tóm tắt các biến trong mô hình nghiên cứu Kỳ vọng Ký hiệu dấu Y: Biến phụ thuộc: Thu nhập (bình quân). Đvt: triệu đồng/ người/ năm Tuổi được đo bằng số năm Nathan and Lawrence (2006) Vương X1: Tuổi kể từ gnày sinh đến thời + Quốc Duy và Đặng Hoài Trung (2015) điểm nghiên cứu (năm) Phan Đình Khôi (2012); Nguyễn Văn Vũ X2: Dân tộc 1 = Kinh, 0 = khác Kinh + An và ctg (2016) Số năm học tính đến thời Nathan and Lawrence (2006); Vương X3: Học vấn + điểm nghiên cứu (năm) Quốc Duy và Đặng Hoài Trung (2015) Số tiền được vay (đvt: triệu X4: Quy mô + đồng) X5: Thời hạn Thời hạn sử dụng vốn vay Vitor et al (2012); Banerjee và Dulfo + vay (đvt: tháng) (2016) 1= mục đích vay vốn là sản X6: (MĐVV) xuất kinh doanh, 0 = mục + đích khác. X7: Quy mô Số lượng thành viên hộ gia Nathan and Lawrence ( 2006); Đinh Phi + hộ gia đình đình (người) Hổ và Đồng Đức (2015) X8: Phụ Số người phụ thuộc trong hộ Đinh Phi Hổ và Đồng Đức (2015), Vương - thuộc gia đình (người) Quốc Duy và Đặng Hoài Trung (2015) Tổng giá trị tài sản (triệu X9: Tài sản Trần Ái Kết và Huỳnh Trung Thời (2013) + đồng) X10: Việc 1 = có một công việc làm có AFD (2008); Phan Đình Khôi (2013); Đinh + làm thu nhập, 0 = thất nghiệp Phi Hổ và Đồng Đức (2015) X11: Số lần tham dự cuộc họp địa Lensik and Pham (2007); Lin et al (2015) + SLTGHH phương Nguồn: Đề xuất của tác giả từ tổng quan nghiên cứu Số 238- Tháng 3. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 55
  7. Tác động của tín dụng vi mô đến thu nhập của phụ nữ ở huyện Thới Lai, Thành phố Cần Thơ Ba kỹ thuật PSM được sử dụng để so sánh Chương trình “Bàn tay vàng” hoạt động lần lượt là so sánh cặp lân cận gần nhất, không vì lợi nhuận; hình thức vay theo sự cặp trung tâm và bán kính được sử dụng bảo lãnh của nhóm (5 - 8 thành viên/nhóm), (Caliendo, 2009). Tác động trong nghiên không cần tài sản thế chấp. Các thành viên cứu này được định nghĩa là thu nhập ròng tự nguyện tham gia vào nhóm, có sự tin của phụ nữ tham gia chương trình TDVM. cậy lẫn nhau và bảo lãnh cho khoản vay Cụ thể, tính toán và so sánh thu nhập của của nhau. Khi bất kỳ thành viên nào trong phụ nữ có tham gia và không tham gia nhóm không trả được nợ, các thành viên CTTDVM. Giá trị trung bình của tất cả khác phải cùng có trách nhiệm hoàn trả các kết quả so sánh chính là tác động của thay số tiền vay, đảm bảo trả đủ cả gốc lẫn chương trình đối với những phụ nữ có tham lãi và đúng hạn, nếu không trả thì cả nhóm gia chương trình. sẽ không được vay vốn ở chu kỳ tiếp theo nữa. 2.4. Dữ liệu nghiên cứu Bảng 2 cho thấy độ tuổi trung bình của phụ nữ của hai nhóm là 47 tuổi. Ở độ tuổi này, Số liệu được khảo sát từ tháng 01/3/2019 đa số phụ nữ đã có gia đình, có con, nên sức đến 31/12/2019, “Đáp viên” là những phụ khỏe đã giảm sút, do đó công việc chủ yếu nữ được lập danh sách từ các hộ gia đình của phụ nữ là làm nông, sản xuất nhỏ hay sinh sống tại 5 ấp: Thới Hiệp A, Thới Hòa làm thuê. Tài sản của phụ nữ được khảo A, Thới Thuận A, Thới Phong A và Thới sát trung bình 200 đến 350 triệu đồng, đây Quan của thị trấn Thới Lai, huyện Thới Lai, được xem là sự bảo đảm của vốn vay của thành phố Cần Thơ. “Đáp viên” đều là hội phụ nữ. Thu nhập trung bình của đối tượng viên Hội Liên hiệp Phụ nữ huyện Thới Lai nghiên cứu không có sự chênh lệch quá lớn và được chia thành 2 nhóm: (1) nhóm phụ giữa hai nhóm. Qua số liệu, thu nhập trung nữ có nhu cầu vay mà chưa được vay; (2) bình năm của phụ nữ tại khu vực nghiên nhóm phụ nữ đã vay vốn từ chương trình cứu ở mức 36- 90 triệu đồng; trong khi đó, “Bàn tay vàng” thuộc Dự án “Tăng cường mức thu nhập bình quân đầu người của năng lực làm kinh tế cho phụ nữ” được Tổ thành phố Cần Thơ là 88,3 triệu đồng/năm. chức Cứu trợ trẻ em (Save the Children International- SCI) tài trợ- chương trình do 3.2. Kết quả ước lượng Hội phụ nữ quản lý. Số quan sát được chọn ngẫu nhiên qua cuộc khảo sát trực tiếp và Kết quả ước lượng mô hình ở bước 2 được đảm bảo cỡ mẫu; bộ câu hỏi được thiết kế trình bày ở Bảng 2. Một số kiểm định được phù hợp cho khảo sát (ví dụ: đặc điểm cá thực hiện nhằm đảm bảo tính phù hợp của nhân và mối quan hệ xã hội của chủ hộ). mô hình điểm xu hướng. Kết quả kiểm định Có 160 quan sát trong mẫu. Nghiên cứu sử hệ số tương quan giữa các biến trong mô dụng phần mềm Stata để thực hiện thống hình đều lớn hơn 0,7, chứng tỏ không có kê mô tả và đánh giá tác động qua phương hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả kiểm pháp PSM. định sự phù hợp của mô hình đạt 88,25% xem như mô hình không bỏ sót các biến 3. Kết quả nghiên cứu và thảo luận quan trọng ở mức tương đối tốt. Tỷ lệ dự báo mô hình nhận giá trị của AUC (area 3.1. Đặc điểm của mẫu nghiên cứu under the curve) khá cao lên đến 0,9514 cho thấy mô hình đạt hiệu quả và có tính 56 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 238- Tháng 3. 2022
  8. ĐẶNG THỊ KIM PHƯỢNG - PHAN ĐÌNH KHÔI Bảng 2. Đặc điểm mẫu nghiên cứu Số quan sát Trung bình Độ lệch Min Max Vốn vay 160 Tham gia 113 10,852 5,685 2,703 29,352 Không tham gia 47 6,281 3,298 2,127 15,318 Tuổi 160 Tham gia 113 47 9,385 28 65 Không tham gia 47 47 9,293 31 65 Tài sản 160 Tham gia 113 356,646 119,362 105 632 Không tham gia 47 213,872 94,421 105 500 Thu nhập 160 Tham gia 113 61,763 11,654 36 90 Không tham gia 47 64,136 10,476 44,4 84 Nguồn: Số liệu khảo sát, 2019 Bảng 3. Kết quả ước lượng mô hình hồi quy Probit Biến Hệ số Sai số chuẩn Giá trị P Hệ số -3,821 1,660 0,021 Vốn vay 0,165 0,045 0,000*** Tuổi 0,016 0,016 0,344 Dân tộc 0,722 0,283 0,011** Học vấn 0,105 0,072 0,143 Quy mô 0,312 0,205 0,128 Phụ thuộc -0,380 0,256 0,139 Tài sản 0,002 0,001 0,107* Việc làm -0,117 0,301 0,696 SLTGHH 1,293 0,219 0,000*** Thu nhập -0,014 0,013 0,302 MĐVV -0,245 0,132 0,064* Prob>Chi2: 0,000 Số quan sát: 160 Pseudo R2: 0,5866 Xác suất dự báo đúng: 0,8644 (***;**;* ý nghĩa thống kê 1%; 5%; 10%) Nguồn: Kết quả phân tích từ số liệu khảo sát (2019) trên phần mềm Stata phân loại cao. Từ đây có thể cho rằng điểm chứng tỏ mô hình tiếp cận tín dụng vi mô threshold (ngưỡng phân loại) đạt 50% là của phụ nữ tại huyện Thới Lai- Tp. Cần hoàn toàn phù hợp. Ngoài ra, khi phân tích Thơ có độ nhạy tốt. Các biến có ý nghĩa độ nhạy của mô hình, cho kết quả đánh giá thống kê và có mối tương quan thuận với hiệu quả giữa các tiêu chí đo lường mức quyết định tham gia CTTDVM bao gồm: độ chính xác và ngưỡng được chọn> 0,5; mục đích vay vốn (MĐVV), số tiền vay Số 238- Tháng 3. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 57
  9. Tác động của tín dụng vi mô đến thu nhập của phụ nữ ở huyện Thới Lai, Thành phố Cần Thơ Bảng 4. Kết quả điểm xu hướng vùng hỗ trợ chung của mô hình     Estimated propensity score         percentiles   smallest         1% 0.1365321 0.1354184 5% 0.1985266 0.1365321 10% 0.2683182 0.1369839 0bs 159 25% 0.5246393 0.1450195 Sum of Wgt 159 50% 0.7772812 Mean 0.709689 largest Std. Dev 0.270004 75% 0.9551555 0.9996009 90% 0.9880737 0.999995 Variance 0.0729 95% 0.9983058 1 Skewness -0.690387 99% 1   1   Kurtosis   2.166746 Nguồn: Kết quả phân tích từ số liệu khảo sát (2019) trên phần mềm Stata (Vốn vay), số lần tham gia hội họp ở địa tín dụng vi mô đã tác động tích cực đến thu phương (SLTGHH), dân tộc và tài sản. Các nhập của phụ nữ khi tham gia chương trình. yếu tố giải thích trong mô hình probit có ý Phụ nữ tiếp cận vào chương trình có thu nghĩa và đươc sử dụng trong các bước tính nhập cao hơn không tiếp cận từ 11.702.000 các điểm xu hướng tiếp theo. đồng/năm đến 12.944.000 đồng/năm, dựa Bảng 3, trình bày kết quả điểm xu hướng trên việc so sánh giữa 113 phụ nữ tham gia để làm cơ sở ghép cặp so sách giữa hai và 47 phụ nữ không tham gia chương trình nhóm tiếp cận và không tiếp cận. Vùng hỗ có cùng đặc điểm tương đồng bằng cách trợ chung của mô hình được xác định trong sử dụng các biến kiểm soát trong mô hình khoảng từ 0,1354 đến 1,0. Probit đã xác định ở phần trên. Vùng hỗ trợ chung này thỏa mãn điều kiện Bảng 5 cho thấy tác động can thiệp bình của mô hình (giá trị nằm trong khoảng từ 0 quân trên nhóm tham gia bằng so sánh cận đến 1), ứng với số phụ nữ trong vùng hỗ trợ gần nhất. Kết quả cho thấy so sánh cận gần 160, bao gồm 113 phụ nữ tham gia và 47 nhất giữa 113 phụ nữ tham gia chương trình phụ nữ không tham gia. Các phụ nữ thuộc và 47 phụ nữ không tham gia chương trình, hai nhóm nằm trong vùng hỗ trợ chung này mức thu nhập chịu tác động của chương được bắt cặp so sánh theo phương pháp trình là 12.350.000 đồng/năm với giá trị T= ghép cặp trung tâm, phương pháp so sánh 3,240. Hiệu quả can thiệp bình quân trên đối cận nhật và phương pháp so sánh phạm vi tượng bình quân bằng so sánh trong phạm bán kính. Sau đó, kết quả so sánh của từng vi bán kính. Kết quả cho thấy tác động làm cặp cá thể trên sẽ được dùng để tính giá trị thu nhập của phụ nữ tham gia chương trình trung bình chung (ATTA). Bảng cho thấy tăng 12.944.000đồng/năm khi so sánh giữa cả 3 phương pháp so sánh điểm xu hướng 113 phụ nữ tham gia và 47 phụ nữ không (trung tâm, cận gần nhất và bán kính) cho tham gia với giá trị T = 5,5518. Tác động kết quả tương đồng. Theo đó, chương trình của nhóm tham gia và nhóm đối chứng còn 58 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 238- Tháng 3. 2022
  10. ĐẶNG THỊ KIM PHƯỢNG - PHAN ĐÌNH KHÔI Bảng 5. Kết quả tác động điểm xu hướng Nhóm Nhóm Thu nhập thay đổi Sai số Giá Chỉ tiêu tham gia đối chứng (đồng/năm) chuẩn trị t So sánh trung tâm 113 47 11.702.000 2,886 4,055 So sánh cận gần nhất 113 22 12.350.000 3,811 3,240 So sánh trong phạm vi bán kính 113 47 12.944.000 2,346 5,518 Nguồn: Kết quả phân tích từ số liệu khảo sát (2019) trên phần mềm Stata Bảng 6. Độ tin cậy của can thiệp bình quân Biến phụ thuộc Hệ số Độ lệch Giá trị P ATT 14,86726 2,159 0,0000*** Số quan sát 160 Ghi chú: *** Mức ý nghĩa 1%; ** Mức ý nghĩa 5%; * Mức ý nghĩa 10% Nguồn: Kết quả phân tích từ số liệu khảo sát, 2019 được so sánh bằng phương pháp so sánh đối với thu nhập của phụ nữ trên địa bàn dựa trên hạt nhân. Kết quả cho thấy khi so huyện Thới Lai, thành Phố Cần Thơ. sánh giữa 113 phụ nữ tham gia và 47 phụ Tóm lại, phụ nữ tham gia chương trình nữ không tham gia chương trình cho thấy TDVM sẽ làm gia tăng thu nhập từ thu nhập tăng 11.702.000 đồng/năm đối 11.702.000 đồng đến 12.944.000 đồng/ với phụ nữ tham gia chương trình với giá năm. Với kết quả này một lần nữa khẳng trị T = 4,055. Các giá trị T ở cả 3 phương định TDVM có tác động tích cực đến thu pháp so sánh đều lớn giá trị T tới hạn 1,96 nhập của người tham gia chương trình nên đủ để kết luận việc tham gia chương TDVM; đồng thời cũng tương đồng kết trình có tác động đến thu nhập của phụ nữ quả của Hulme và Mosley (1996), Nichols trên địa bàn Huyện Thới Lai, Tp. Cần Thơ. (2004), Yunus (2007), Brown (2010), Với kết quả tác động điểm xu hướng ở Ahmed (2011), Nguyễn Kim Anh (2011), trên, cho phép xác nhận rằng đối với những Vitor (2012), Phạm Vũ Lửa Hạ (2003), phụ nữ tham gia chương trình có thu nhập Đinh Phi Hổ và Đồng Đức (2015), Ngô Thị tăng cao hơn so với phụ nữ không tham gia Mận (2017), Nguyễn Thùy Trang (2017). chương trình. Để kiểm tra kết quả tác động có đáng tin cậy không, bài viết tiến hành 4. Kết luận và giải pháp kiểm tra độ tin cậy của hiệu quả can thiệp bình quân, tức là thực hiện so sánh cận nhất 4.1. Kết luận trực tiếp với một đối tượng so sánh cho từng đối tượng can thiệp. Chương trình TDVM tác động tích cực đến Bảng 6 cho thấy phụ nữ tham gia chương thu nhập của phụ nữ trên địa bàn huyện trình sẽ có thu nhập ở mức 14.867.260 đồng/ Thới Lai, thành phố Cần Thơ, như: tăng năm so với phụ nữ không tham gia chương thu nhập và được thể hiện qua thay đổi cơ trình với mức ý nghĩa dưới 1%. Điều này cấu chi tiêu, xu hướng tiêu dùng. Các yếu chứng tỏ kết quả đánh giá điểm xu hướng tố: tài sản, số vốn vay, số lần tham gia hội có độ tin cậy cao, có thể sử dụng mô hình để họp ở địa phương, dân tộc và mục đích vay đánh giá thực tế tác động của chương trình vốn ảnh hưởng tích cực đến khả năng tiếp Số 238- Tháng 3. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 59
  11. Tác động của tín dụng vi mô đến thu nhập của phụ nữ ở huyện Thới Lai, Thành phố Cần Thơ cận chương trình của phụ nữ. Đồng thời, tích cực tham gia hội họp, sinh hoạt tập thể khi phân tích tác động điểm xu hướng cho ở địa phương, nhiều mối quan hệ từ đó dễ thấy phụ nữ tham gia vào chương trình sẽ tiếp cận chương trình TDVM; (iii) thay đổi có thu nhập cao hơn so với không tham gia nội dung, hình thức đào tạo nghề cho phụ nữ từ 11.702.000 đồng đến 12.944.000 đồng/ nông thôn: đào tạo phải sát với thực tiễn, gắn năm. Kết quả này dựa trên việc so sánh giữa với giải quyết việc làm cho phụ nữ, gắn với 113 phụ nữ tham gia và 47 phụ nữ không các chương trình khởi nghiệp; tổ chức tập tham gia chương trình có cùng đặc điểm huấn, chuyển giao khoa học kỹ thuật, dạy tương đồng với vùng hỗ trợ chung của mô nghề; xây dựng các tổ phụ nữ liên kết cho hình từ 0,1354 đến 1,0. phụ nữ; và (iv) cần có các chính sách, hỗ trợ đồng bộ đi đôi với đào tạo nghề để tạo việc 4.2. Giải pháp làm cho phụ nữ. Ngoài ra, có chính sách hỗ trợ, ưu tiên các doanh nghiệp trong vùng sử Trao quyền cho phụ nữ nông thôn về kinh dụng nhiều lao động nữ. tế ngoài tập trung vào tài chính, còn đòi hỏi Bên cạnh những kết quả đã đạt được, bài ít nhất là đầu tư vào xây dựng năng lực, thể viết không thể tránh được lỗi mắc phải do chế và thay đổi văn hóa cũng như khả năng bỏ sót biến trong mô hình. Các lỗi có thể bắt tiếp cận với tài chính và thị trường (T20 nguồn từ các yếu tố không quan sát được, Argentina, 2018). Theo đó, một số kiến nghị chẳng hạn như sự biến động giá cả của thị giải pháp đưa ra gồm: (i) thay đổi nhận thức trường hoặc rủi ro trong quá trình sản xuất, về vai trò và khả năng đóng góp của phụ nữ xuất hiện dịch bệnh gây ảnh hưởng lớn đến trong các hoạt động kinh tế; (ii) tăng cường thu nhập của phụ nữ tham gia chương trình hiểu biết của lao động nữ nông thôn về các TDVM. Do vậy, những nghiên cứu trong điều khoản liên quan tới quyền hạn và nghĩa tương lai có thể dụng các phương pháp vụ trong Luật lao động, liên quan tới vấn đề đánh giá tác động hữu hiệu hơn để hạn bình đẳng giới và các chính sách liên quan chế yếu tố lỗi có thể có, được chỉ ra trong tới đào tạo và giải quyết việc làm cho lao nghiên cứu này ■ động nữ nông thôn. Muốn vậy phụ nữ cần Tài liệu tham khảo AFD, (2008), Poverty, Access to Credit and the Determinants of Participation in a New Micro-credit Program in Rural Areas of Morocco, Impact Analyses Series N02, October 2008. Alhassan and Akudugu (2012), ‘Impact of microcredit on income generation capacity of women in the Tamale Metropolitan area of Ghana’, The Journal of Economic and Sustainable Development, Vol 3, No 1, pp 41-48. Ahmed, F.,Siwar. C, Idris. N. A. H. and Begum, R.A, (2011), ‘Microcredit’s contribution to the socio-economic development amongst rural women: A case study of Panchagarh District in Bangladesh’, African Journal of Business Management Vol. 5(22), pp. 9760-9769, 30 September, 2011. Brown G. (2010), When Small is Big. Microcredit and Economic Development. Open Source Business Resource http:// www.osbr.ca. November 2010. Barslund. M and F. Tarp (2008), ‘Formal and informal credit in four provinces of Vietnam’, Journal of Development Studies, 44:485-503 Chambers and Robert (1983), Rural development: Puttsing the last first. Longman Scientific & Technical, Co-published in the United States with John Wiley & Sons, Inc., New York, 37-38 DFID, (1999), Sustainable livelihoods guidance sheets. https://www.ennonline.net. DERG, (2012), The availability and effectiveness of credit in rural Vietnam: Evidence from the Vietnamese Access to Resources Household Survey 2006-2008-2010, Report from Agriculture and Rural Development Programme. Đinh Phi Hổ và Đông Đức (2015), ‘Tác động của tín dụng chính thức đến thu nhập của nông hộ ở Việt Nam’, Tạp chí 60 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 238- Tháng 3. 2022
  12. ĐẶNG THỊ KIM PHƯỢNG - PHAN ĐÌNH KHÔI Phát triển kinh tế, số 26 (2), . Heckman, J. J., and Borjas, G. J. (1980), ‘Does unemployment cause future unemployment? Definitions, questions and answers from a continuous time model of heterogeneity and state dependence’. Economica, 47(187), 247-283. Hulme, David and Paul Mosley (1996), Finance Against Poverty: Volume 1.[e-book] Routledge, London & New York. Ismail, R. and Yussof, I. (2010), Human capital and income distribution in Malaysia: A case study, Available from: http://www.sesric. org/jecd/jecd_articles/ART09022001-2.pdf. Khandker, S. R., Koolwal, G. B, and Sarnad, H. A (2010), Handbook on Impact Evaluation: Quantitative Methods and Practices, Washington DC: World Bank Publications. Krog, J. (2000), Attacking Poverty with Decentralization and Microcredit: Indian Experiences, www.ulandslaere.au.dk Lin, T & Chou, H. J. (2015). Trade credit and bank loan: evidence from Chinses firms. International review of economic & fianance. Vo(36), 17-29. Lensink, R. & Pham, T. T. T., (2007). Lending policies of informal, formal and semiformal lenders. Economics of Transition, 15(2), 181-209. Mai Thị Anh Đào (2016), ‘Tác động của tài chính vi mô đến thu nhập của hộ nghèo ở Việt Nam’, Tạp chí khoa học Trường đại học Văn Hiến, quyển 4, tập 3: 38-46. Morduch, J., and & Haley, B., (2001), Analysis of the effects of microfinance on poverty reduction, NYU Wagner Working Paper. Nguyễn Trọng Hoài (2005), Nghiên cứu ứng dụng các mô hình kinh tế lượng phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến nghèo đói và đề xuất giải pháp xóa đói giảm nghèo ở Đông Nam Bộ, Đề tài Khoa học và Công nghệ cấp Bộ, Trường Đại học Kinh tế TP. HCM. Nichols S (2004), A Case Study Analysis of the Impacts of Microfinance upon the Lives of the Poor in Rural China, School of Social Science and Planning RMIT University. Ngân hàng thế giới (2004), Báo cáo phát triển Việt Nam (VDR), Nghèo. Báo cáo chung của các tài trợ tại Hội nghị Tư vấn các nhà tài trợ cho Việt Nam, Hà Nội, 2-3/12/2003 Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (2018), Báo cáo thường niên 2018, NXB Thông tin và truyền thông. Ngô Thị Mận (2017), ‘Phân tích tác động của tín dụng vi mô đến thu nhập của hộ nghèo trên địa bàn Huyện Giang Thành, tỉnh Kiên Giang’, luận văn thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế Tp. Hồ Chí Minh Nguyễn Thùy Trang (2017), ‘Tác động sự tham gia hội phụ nữ đến thu nhập nông hộ tại Tỉnh Hậu Giang’, Tạp chí khoa học Trường Đại học Cần Thơ. Tập 48C: 64-69. Nguyễn Văn Vũ An và ctg (2016), ‘Đánh giá khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ tại xã Đại An, huyện Trà Cú, tỉnh Trà Vinh’, Tạp chí khoa học, trường Đại học Trà Vinh; số 22, 11. Nichols S., (2004), A Case Study Analysis of the Impacts of Microfinance upon the Lives of the Poor in Rural China, School of Social Science and Planning RMIT University Nathan, O. F & Lawrence, B. (2006). The impact of microfinance on the welfare of the poot in Uganda. Journal of social and economic policy. New Delhi: Serials Publ., ZDB-ID 2253601-2, Vol. 1, 59-74Phạm Vũ Lửa Hạ, (2003), ‘Phát triển hệ thống tín dụng nông thôn ở Việt Nam’, Trung Tâm tư vấn chính sách Nông nghiệp, http://cap.gov.vn/news/ac_search_csdl.asp?char=P. Phan Thị Nữ (2012), ‘Đánh giá tác động của tín dụng đối với giảm nghèo ỏ nông thôn Việt Nam’, Tạp chí khoa học Đại học Huế, 3:35-49 Phan, D.K. (2012), An Empirical Analysis of Accessibility and Impact of Microcredit: the Rural Credit Market in the Mekong River Delta, Vietnam. PhD thesis. Lincoln University, New Zealand. Phan Đình Khôi (2013), ‘Các nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng chính thức và phi chính thức của nông hộ ở Đồng Bằng Sông Cửu Long’, Tạp chí khoa học Trường Đại học Cần Thơ. Tập 18D: 38-53.Puhazehdhi V and Satya Sai (2001), ‘Economic and Social Empowerment of Rural Poor Throught Self-Help Groups’, India Journal of Agricultural Economic, Vol. 56, No.3, pp450-452. Quach, M.H. (2005). Access to Finance and Poverty Reduce an application to rural VietNam. PhD thesis. University of Birmingham. Trần Ái Kết và Huỳnh Trung Thời (2013), ‘Các nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ trên địa bàn Tỉnh An Giang’, Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ. Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế và Pháp luật: 27 (2013): 17-24. Scoones, I (2009), Livelihoods perspectives and rural development, Journal of Peasant Studies, Volume 36, 2009, 1 Shinha, S (1998), ‘Microcredit: Impact, Targeting and Sustainability’, IDS bulletin, Vol 24, No.9. UNU WIDER và ctg, (2016), Đặc điểm kinh tế nông thôn Việt Nam: Bằng chứng từ Điều tra hộ gia đình nông thôn tại 12 tỉnh của Việt Nam. https://www.wider.unu.edu/sites/default/files/Publications/Report/PDF/VARHS16-report-2017-VIE.pdf. Vitor, D., Abankwah, V., and Kwansah, J. (2012), ‘Women Participation in Microcredit and Its Impact on Income: A Study of Small-Scale Businesses in the Central Region of Ghana’, Journal of Experimental Agriculture International, 2(3), 502-515. https://doi.org/10.9734/AJEA/2012/1127. Vương Quốc Duy và Đặng Trung Hoài (2015), ‘Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của hộ chăn nuôi heo trên địa bàn quận Ô Môn, Cần Thơ’, Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ. Số 36: 42-51. Số 238- Tháng 3. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 61
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
5=>2